Rapports sur la santé
Données paternelles manquantes et issues défavorables de la grossesse au Canada

par Gabriel D. Shapiro, Tracey Bushnik, Amanda J. Sheppard, Michael S. Kramer, Jay S. Kaufman et Seungmi Yang

Date de diffusion : le 21 décembre 2016

Au cours des dernières décennies, le principal objet des recherches sur les issues périnatales s’est étendu au-delà des facteurs de risque biomédicauxNote 1Note 2 pour englober les variables psychosocialesNote 3Note 4Note 5Note 6, l’influence des familles et des communautés ainsi que le rôle des caractéristiques paternellesNote 7Note 8Note 9. Cependant, alors que l’éventail des facteurs étudiés s’élargit, le volume des données manquantes augmente lui aussi, et cette situation pourrait avoir une incidence négative sur les analyses.

Les données paternelles manquantes au moment de la naissance ou pendant la petite enfance sont plus communes que les données maternelles manquantes. Cette constatation ne reflète pas simplement le fait que les chercheurs peuvent éprouver des difficultés à obtenir des données sur l’exposition. En fait, elle peut nous offrir des indices importants au sujet de la nature urgente des admissions à l’hôpital et de l’environnement psychosocial dans lequel les enfants commencent leur vie. L’absence de données paternelles a été associée à des issues de la grossesse défavorablesNote 10Note 11 et pourrait constituer un marqueur pour les grossesses à risque.

Bien que les études sur les facteurs paternels et les issues de la grossesse puissent être entachées d’un biais attribuable aux données manquantesNote 12, très peu ont exploré systématiquement les causes et les conséquences. En outre, les chercheurs ont tendance à étudier les données paternelles sur les enregistrements de naissance uniquementNote 10Note 11Note 13Note 14, ce qui limite la mesure dans laquelle ils peuvent évaluer la participation paternelle après la naissance.

Pour surmonter ces limites, la présente étude examine non seulement les données d’enregistrement des naissances et des décès, mais aussi les données du recensement. Elle a pour objet de comparer les taux de naissance prématurée, de nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel, de mortinaissance et de mortalité infantile, en fonction de la présence ou de l’absence de données paternelles sur l’enregistrement de naissance et dans les données du recensement, en tenant compte des caractéristiques maternelles.

Données et méthodes

On a analysé toutes les naissances simples dans la cohorte canadienne de naissance du Recensement de 2006 — une cohorte des naissances survenues du 16 mai 2004 au 15 mai 2006 créée par le couplage des données d’enregistrement des naissances / cas de mortalité infantile avec celles tirées de l’échantillon de 20 % de la population ayant répondu au questionnaire complet du Recensement de 2006. Les détails de la création de cette cohorte ont été publiésNote 15.

Aux fins des analyses principales, on a défini les « données paternelles manquantes » comme toute naissance pour laquelle aucun père n’était inscrit sur l’enregistrement de naissance (« Pas de père inscrit sur l’enregistrement de naissance »). Afin de mieux comprendre la nature des données paternelles manquantes dans l’ensemble de données de la cohorte canadienne de naissance du recensement, nous avons examiné trois autres définitions : (1) « Non couplés », c’est-à-dire les enregistrements pour lesquels aucun lien avec un père ne pouvait être établi entre l’enregistrement de naissance et les données du recensement au moyen de l’algorithme de couplage automatisé ni grâce à un examen manuel subséquent (peu importe si un père biologique figurait sur l’enregistrement de naissance); (2) « Non couplés / lien non établi », c’est-à-dire les enregistrements pour lesquels aucun lien avec un père ne pouvait être établi au moyen de l’algorithme de couplage automatisé, même si on repérait subséquemment un père biologique probable dans les données du recensement à l’occasion d’un examen manuel (encore ici, peu importe si un père biologique figurait sur l’enregistrement de naissance); et (3) « Doublement manquants », c’est-à-dire les enregistrements pour lesquels aucun père ne figurait sur l’enregistrement de naissance et qui ne comportaient aucun lien avec un père dans les données du recensement. Pour les définitions « Pas de père inscrit sur l’enregistrement de naissance », « Non couplés » et « Non couplés / lien non établi », la catégorie de référence se composait de l’ensemble des naissances qui ne comportaient pas de données paternelles manquantes. Pour la définition « Doublement manquants », la catégorie de référence se composait des naissances comportant des données paternelles sur l’enregistrement de naissance et un lien avec les données du recensement, tandis que les enregistrements « simplement manquants » (« Non couplés » ou « Pas de père inscrit sur l’enregistrement de naissance », mais non les deux) étaient exclus.

Les caractéristiques maternelles et les taux d’issues défavorables de la grossesse ont été comparés entre les naissances comportant des données paternelles sur l’enregistrement de naissance et celles ne comportant pas de données paternelles sur l’enregistrement de naissance. En outre, pour les deux sous-groupes d’enregistrements « simplement manquants », on a examiné les caractéristiques paternelles (âge et niveau de scolarité) extraites de l’autre source de données, et on a ensuite déterminé leur association à deux variables aux issues défavorables de la grossesse.

Aux fins des analyses principales, on a utilisé une régression binomiale logarithmique pour estimer les risques relatifs (RR) et les intervalles de confiance (IC) de 95 % liés aux issues défavorables (naissance prématurée, nouveau-né petit pour l’âge gestationnel, mortinaissance et mortalité infantile) associés aux données paternelles manquantes. On a utilisé une régression binomiale pour estimer les différences de risques (DR) et les IC de 95 % connexesNote 16. Les analyses tenaient compte de l’âge maternel, du niveau de scolarité, du quintile de revenu du ménage, de l’état matrimonial, de la parité, de l’ethnicité et du pays de naissance. Les données sur l’âge, l’état matrimonial et le pays de naissance ont été extraites des données sur les enregistrements de naissance et les données relatives aux autres covariables, des résultats du recensement. On a appliqué des analyses de régression avec pondération bootstrap au moyen de la procédure loglink dans SUDAAN pour tenir compte du plan d’échantillonnage du recensement et des taux de couplage entre les données canadiennes sur les naissances et les données du recensement (Cohorte canadienne de naissance du recensement).

On a examiné les coefficients de régression pour l’état matrimonial afin de comparer la force des associations avec les issues défavorables, d’une part, pour les naissances comportant des données paternelles manquantes, et de l’autre pour les mères non mariées. À titre d’analyse de sensibilité, on a exécuté des modèles fondés sur des variables démographiques maternelles dichotomiques (âge, niveau de scolarité, quintile de revenu du ménage, origine autochtone, lieu de naissance et état matrimonial) en utilisant la définition « Pas de père inscrit sur l’enregistrement de naissance » de la notion de données manquantes. On a aussi exécuté des analyses afin de comparer les naissances au Québec (qui a ses propres règlements sur l’inscription des données paternelles sur les enregistrements de naissance) aux naissances dans le reste du Canada. Enfin, pour mesurer l’effet de décalage entre la date de naissance et l’année du recensement, on a aussi exécuté des analyses en utilisant la définition « Non couplés » de données manquantes, les membres de la cohorte ayant pour ce faire été répartis entre les naissances survenues avant le 16 mai 2005 (les nouveau-nés étant alors âgés de plus d’un an au moment du recensement) et les naissances survenues le ou après le 16 mai 2005 (les nouveau-nés étant alors âgés de moins d’un an au moment du recensement).

Résultats

Parmi les 131 285 naissances simples visées par les analyses, les données paternelles étaient absentes de l’enregistrement de naissance dans 7 461 cas (pourcentage pondéré = 4,6 %); 17 713 naissances (11,4 %) comportaient des données paternelles manquantes selon la définition « Non couplés »; 18 879 naissances (12,4 %) étaient associées à des données paternelles manquantes selon la définition « Non couplés / lien non établi »; 6 456 naissances (4,0 %) comportaient des données paternelles « doublement manquantes » (figure 1).

Les données paternelles manquantes sur l’enregistrement de naissance ont été associées à toutes les caractéristiques maternelles examinées, et à chacune des quatre issues défavorables de la grossesse (tableau 1). Aussi, le risque relatif (RR) associé à chaque issue défavorable était plus élevé pour toutes les définitions des données paternelles manquantes (sur les enregistrements de naissance, dans les données du recensement, ou les deux) (figure 2). Les estimations de l’effet étaient relativement mineures pour la naissance prématurée et les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel (RR 1,1 à 1,2) et un peu plus importantes pour la mortinaissance et la mortalité infantile (RR 1,5 à 2,1). Les différences de risques (DR) pour les issues défavorables de la grossesse associées aux données paternelles manquantes correspondaient aux estimations du risque relatif (figure 3). Les DR rajustées donnent à penser que pour la naissance prématurée et les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel, les données paternelles manquantes sont associées à environ une issue défavorable supplémentaire par 100 naissances.

Les résultats des analyses de sensibilité principales sont présentés aux tableaux 2 et 3. Bien que les données paternelles étaient plus fréquemment absentes dans le cas des femmes appartenant à des groupes démographiques à risque élevé, les RR et les DR avaient tendance à être plus élevés dans les groupes présentant un faible risque, c’est-à-dire les femmes de 25 ans et plus, les femmes ayant un niveau de scolarité ou un revenu du ménage élevé et les femmes n’étant pas d’origine autochtone. Néanmoins, les intervalles de confiance se chevauchaient aisément.

Les RR rajustés pour les issues défavorables associées aux données paternelles manquantes étaient comparables à ceux associés au fait de ne pas être mariée (données non présentées dans les tableaux), soit 1,12 et 1,15 respectivement pour la naissance prématurée, 1,15 et 1,25 pour les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel, 1,86 et 1,25 pour la mortinaissance et 1,53 et 1,46 pour la mortalité infantile.

Les associations avec la naissance prématurée et les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel ne présentaient pas beaucoup de différences entre le Québec et le reste du Canada (données non présentées dans les tableaux). Pour ce qui est des naissances au Québec, les RR pour les données paternelles manquantes sur l’enregistrement de naissance étaient de 1,39 (IC de 95 % = 1,06, 1,82) pour la naissance prématurée et de 1,19 (0,93, 1,53) pour les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel. En revanche, les associations entre les données paternelles manquantes et la mortinaissance et la mortalité infantile étaient plus fortes au Québec comparativement au reste du Canada; les RR pour les naissances au Québec étaient de 5,37 (1,23, 23,43) pour la mortinaissance et de 2,44 (1,00, 5,93) pour la mortalité infantile.

Les naissances dans l’échantillon étaient réparties également entre les deux années du 16 mai 2004 au 15 mai 2006. Les taux de données paternelles manquantes et d’issues défavorables de la grossesse étaient similaires pour les naissances survenues moins d’un an avant le recensement et pour les naissances survenues au moins un an avant le recensement. Pour la naissance prématurée et les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel, les associations avec les données paternelles manquantes ne différaient pas entre les deux groupes (données non présentées dans les tableaux). Cependant, les associations avec la mortinaissance et la mortalité infantile étaient plus fortes dans le cas des naissances survenues moins d’un an avant le recensement (RR = 2,08; 1,25, 3,45 et RR = 2,30; 1,47, 3,59, respectivement) comparativement aux naissances survenues au moins un an avant le recensement (RR = 1,35; 0,82, 2,23 et RR = 1,32; 0,77, 2,28).

Discussion

Le présent examen des naissances simples dans un échantillon de 20 % de la population canadienne sélectionné au hasard a mis en lumière de faibles associations entre les données paternelles manquantes et les quatre issues défavorables de la grossesse. Les conclusions de plusieurs études menées aux États-UnisNote 10Note 11Note 13 fondées sur le critère de l’enregistrement de naissance pour définir les « données manquantes » étaient comparables, et des résultats similaires ont été présentés pour la province du QuébecNote 14. Une étude sur des naissances à un centre médical aux États-Unis a mesuré des taux plus élevés de faible poids à la naissance dans les situations de données paternelles manquantes, mais la différence ne persistait pas après prise en compte des caractéristiques maternellesNote 17.

Les données paternelles manquantes sont souvent considérées comme l’indication d’une faible participation paternelle à la grossesse ou à l’éducation de l’enfantNote 11Note 13Note 18. Sur l’enregistrement de naissance, l’absence de données paternelles traduit probablement une sensibilité à l’absence du père, mais la spécificité pourrait être inférieure en raison de certains cas de données absentes pour un père qui est présent. Cependant, dans la présente étude, les résultats pour la naissance prématurée, pour les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel et pour la mortinaissance concordaient largement entre les différentes définitions de « données manquantes » (sur l’enregistrement de naissance, dans les données du recensement, ou les deux). La cohérence des estimations entre la définition « Doublement manquants » et les définitions moins rigoureuses donne à penser que les données manquantes sur l’enregistrement de naissance ou dans les données du recensement reflètent le plus souvent l’absence du père. L’association entre les données paternelles doublement manquantes et la mortalité infantile indique la pertinence du partenaire de la mère à partir du moment de la naissance : la catégorie « Doublement manquants » comporte vraisemblablement la sensibilité et la spécificité les plus élevées pour ce qui est d’identifier les mères sans partenaire.

La présence de données paternelles dans les données administratives pourrait constituer un meilleur indicateur du soutien parental que l’état matrimonial mesuré après la naissance de l’enfantNote 19. L’étude menée au Québec a trouvé que les taux d’issues défavorables de la grossesse étaient les plus élevés dans les cas de mères seules agencés à l’absence d’information paternelle, suivis par ceux de mères seules agencés à la présence d’information paternelle et de femmes en union libre. Les femmes mariées étaient les moins susceptibles de connaître des issues défavorables de la grossesseNote 14. Dans la présente analyse, les risques relatifs rajustés d’issues défavorables de la grossesse associés à l’absence de données paternelles étaient similaires à ceux associés au fait de ne pas être mariée. Cependant, même après rajustement pour tenir compte de l’état matrimonial, les données paternelles manquantes étaient associées à des issues défavorables, ce qui donne à penser que ces deux variables représentent des facteurs de risque différents.

Tan et coll. ont signalé que les grossesses comportant des données paternelles manquantes présentent des niveaux plus élevés de facteurs de risque médicaux et démographiquesNote 10. De même, la présente étude a trouvé que les cas de mères agencés à des données paternelles manquantes ont tendance à s’observer dans les groupes à risque élevé. Tan et coll. ont proposé que les relations entre l’absence de données paternelles et les issues de la grossesse sont liées en grande partie à des facteurs de risque socioéconomiques, mais leur analyse ne renferme pas de résultats rajustés. Dans la présente étude, les rajustements pour tenir compte des covariables démographiques ont en effet permis d’atténuer les associations, soit de 21 % à 33 % comparativement aux rapports de risque non rajustés, pour toutes les issues à l’exception de la mortinaissance. L’association pour la mortinaissance a été atténuée de 73 % (RR brut = 6,94; RR rajusté = 1,86).

L’absence de données paternelles sur l’enregistrement de naissance était liée aux caractéristiques paternelles figurant dans les résultats du recensement. Le niveau de scolarité était généralement plus faible pour les pères non inscrits sur l’enregistrement de naissance comparativement aux pères inscrits. Les pères se situant aux extrémités de la fourchette d’âge (âgés de moins de 25 ans ou de plus de 35 ans, selon les données du recensement) étaient moins susceptibles que ceux de 25 à 35 ans d’être inscrits sur les enregistrements de naissance. Pour ce qui est des enregistrements de naissance comportant des données paternelles, les pères plus jeunes (selon l’enregistrement de naissance) étaient moins susceptibles d’être couplés aux données du recensement.

Quant à elles, ces caractéristiques étaient associées à des issues défavorables de la grossesse, comme dans d’autres étudesNote 20Note 21Note 22Note 23Note 24. L’âge des pères se situant aux extrémités de la fourchette d’âge (dans les deux sources de données) et le faible niveau de scolarité du père (selon les données du recensement) étaient associés aux quatre issues défavorables. Cependant, de telles associations n’ont pas été observées systématiquement pour les enregistrements comportant des données paternelles « simplement manquantes ».

De nombreuses études portant sur les données paternelles manquantes ont examiné les données de l’enregistrement de naissance uniquementNote 10Note 11Note 13Note 14, tandis que la présente analyse examine les enregistrements de naissance et les données du recensement (même pour les pères non inscrits sur l’enregistrement de naissance). Ce recoupement a permis de saisir différents profils de « données manquantes » et d’évaluer leurs associations avec les issues défavorables de la grossesse. L’absence d’information paternelle sur l’enregistrement de naissance est probablement indicatrice de l’absence du père pendant la grossesse ou à la naissance et l’absence de données du recensement, de l’absence du père après la naissance de l’enfant. Néanmoins, les risques associés aux quatre issues défavorables ne variaient pas beaucoup entre l’état de « mère seule » défini à la naissance de l’enfant ou défini au cours d’une période pouvant aller jusqu’à deux ans après la naissance. Par conséquent, la présente étude permet de valider partiellement le critère de l’enregistrement de naissance comme mesure des données paternelles manquantes.

Si les parents ne sont pas mariés, dans toutes les provinces et les territoires à l’exception du Québec, le père doit consentir à ce que son nom soit inscrit sur l’enregistrement de naissance. On peut ainsi proposer que l’absence de données paternelles sur l’enregistrement de naissance constitue un marqueur de risque plus pertinent au Québec comparativement au reste du Canada. En effet, les associations mesurées dans le cadre de la présente étude étaient plus fortes au Québec que dans le reste du Canada pour la mortinaissance et la mortalité infantile. Cependant, on a observé cette tendance pour les quatre définitions de « données manquantes », et les associations avec la naissance prématurée et les nouveau-nés petits pour l’âge gestationnel étaient similaires au Québec et dans le reste du Canada.

Les raisons expliquant l’absence de données paternelles sont variées : erreur administrative, viol, admission à l’urgence obstétriqueNote 13. Bien que les associations mesurées dans le cadre de la présente étude puissent vraisemblablement refléter une probabilité réduite de déclaration de l’information paternelle après une issue défavorable de la grossesse, les ensembles de données administratives comme la cohorte canadienne de naissance du recensement ne se prêtent pas aisément à la détermination des raisons expliquant les « données manquantes ».

La présente analyse a des répercussions sur la recherche fondée sur les données saisies systématiquement dans les registres ou sur d’autres données administratives — des sources souvent utilisées en épidémiologie périnatale. En fonction de ces résultats, on peut affirmer que dans les études d’évaluation des facteurs de risque paternels, les données paternelles manquantes ne doivent pas être éliminées par suppression d’enregistrements, puisqu’elles mettent en lumière un risque plus grand d’issues défavorables, indépendamment des caractéristiques maternelles. En outre, dans les études des facteurs de risque non paternels, il pourrait être souhaitable de tenir compte des données paternelles manquantes, lesquelles peuvent perturber les associations entre les caractéristiques maternelles et les issues périnatales. Enfin, la présente étude renforce l’hypothèse selon laquelle l’absence de données paternelles indique un père absent qu’il n’était pas possible de tester directement dans l’ensemble de données tirées de la cohorte canadienne de naissance du recensement.

Mot de la fin

Les analyses des données d’enregistrement des naissances et des décès couplées aux données du Recensement du Canada de 2006 donnent à penser que l’absence de données paternelles constitue un marqueur de risque accru d’issues défavorables de la grossesse, au-delà des caractéristiques maternelles. On observe cette tendance pour les données paternelles manquantes sur l’enregistrement de naissance et dans les résultats du recensement jusqu’à deux ans suivant la naissance de l’enfant. Des études futures pourraient explorer les mécanismes (par exemple, admission à l’urgence ou soutien psychosocial ou instrumental) qui pourraient être à la base de ces associations. Les chercheurs qui veulent examiner les issues de la grossesse à partir de bases de données administratives devraient explorer l’absence de données paternelles en tant qu’indicateur de risque potentiel ou de facteur confusionnel éventuel dans les autres associations étudiées.

Remerciements

Un financement important pour cette étude a été fourni par les Instituts de recherche en santé du Canada (MOP-111122), et Statistique Canada et Santé Canada ont fourni un soutien supplémentaire (Recherche sur les effets de l’air sur la santé, Division des études sur la population).

Références
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